王 艷

目前，我國已進入全面建成小康社會的決勝階段。衡量小康社會的指標(biāo)較多，其中城鄉(xiāng)居民的收入水平是一個重要指標(biāo)。在我國新確立的小康社會標(biāo)準(zhǔn)中，要求城鎮(zhèn)居民人均年收入達到18000元，農(nóng)村居民年均純收入達到8000元。雖然目前我國大部分地區(qū)達到或超過了這一標(biāo)準(zhǔn)，但目前我國仍有8000多萬貧困人口。小康社會是全體人民的小康，它覆蓋的人群應(yīng)該是全面的，不能出現(xiàn)有人掉隊、落伍現(xiàn)象。全面建設(shè)小康社會的重點、難點在農(nóng)村，增加農(nóng)民收入是關(guān)鍵。改革開放以來，雖然農(nóng)民的收入有了大幅提高，但與城市居民相比還有不小的差距。黨和國家發(fā)動了總動員令，要在2020年之前使全部貧困人口脫貧，和全國人民一起攜手邁入小康，奪取全面建成小康社會的偉大勝利。研究農(nóng)村居民的收入，對總結(jié)小康社會建設(shè)的經(jīng)驗，堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，加快農(nóng)村發(fā)展，加速推進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，早日實現(xiàn)全面建成小康社會的目標(biāo)具有重要意義。關(guān)于農(nóng)村居民收入問題，是個比較熱門的研究課題，但大多著重在預(yù)測方面，預(yù)測方法主要有：自回歸滑動平均模型[1]，、移動指數(shù)平滑法[2]、灰色模型[3]，神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[4]、卡爾曼濾波[5]、Logistic模型等[6]，但對農(nóng)民收入影響因素的研究還不多見。農(nóng)村居民收入來源主要有三個途徑：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、進城務(wù)工、外出經(jīng)商。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入與第一產(chǎn)業(yè)的增加值有關(guān)，進城務(wù)工收入與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值有關(guān)，外出經(jīng)商屬于流通領(lǐng)域，與第三產(chǎn)業(yè)增加值有關(guān)?？梢姡r(nóng)村居民的收入與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在密切的關(guān)系。因此，本課題主要研究三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)村居民收入的影響，即以第一、二、三次產(chǎn)業(yè)增加值為自變量，農(nóng)村居民人均年收入為因變量，通過線性回歸模型來分析自變量對因變量的影響。多元線性回歸中，回歸系數(shù)的估計方法主要有最小二乘法(OLS)、極大似然法，其中，最小二乘法運用最廣泛，但當(dāng)自變量數(shù)據(jù)存在高度相關(guān)性時，如果采用OLS估計回歸參數(shù)可能會失真或不準(zhǔn)確。由于一般情況下，三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有同向性，即同時隨時間的增長而增長，因而，三次產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)序列之間具有相關(guān)性，也就是自變量存在多重共線性，此時，如果采用最小二乘法估計模型的參數(shù)，估計的參數(shù)就難以客觀反映實際情況。嶺回歸是專用于解決數(shù)據(jù)序列共線性的有偏估計方法，是對最小二乘法的一種改進，對于相關(guān)性較高數(shù)據(jù)序列，估計的參數(shù)不僅穩(wěn)定可靠，而且能真實反映客觀實際。文獻[7][8][9][10][11][12]成功利用嶺回歸解決了多元回歸中的自變量數(shù)據(jù)共線性問題，為我們研究農(nóng)民收入影響因素提供了借鑒。本文利用嶺回歸研究三次產(chǎn)業(yè)增加值對四川省農(nóng)村居民收入的影響。

一、嶺回歸基本原理

嶺回歸是多元線性回歸中用來解決自變量數(shù)據(jù)共線性的問題的一種回歸參數(shù)估計方法，是OLS方法的改良和拓展，它屬于一種有偏估計回歸方法。以放棄OLS方法的無偏性估計為代價，以換取回歸系數(shù)的穩(wěn)定性和客觀性，估計的回歸系數(shù)能真實反映客觀實際，能更準(zhǔn)確描述解釋變量與被解釋變量的關(guān)系。

多元回歸線性回歸模型可表示為[7]：

Y=Xβ+ε

(1)

式中，Y為因變量；X為自變量；β為回歸系數(shù)；ε為誤差。

按照OLS估計回歸系數(shù)，則β可表示為[9]：

β=(XTX)-1XTY

(2)

從式(2)知，如果自變量數(shù)據(jù)之間存在相關(guān)性，則矩陣XTX為奇異矩陣，從而引起矩陣(XTX)-1求解極不穩(wěn)定，甚至不可逆。數(shù)據(jù)序列發(fā)生微小改變，就可能導(dǎo)致估計的參數(shù)發(fā)生巨大的變化，最綜不僅嚴(yán)重影響到回歸的結(jié)果，回歸系數(shù)也可能嚴(yán)重失真或模型的解釋性失效。

嶺回歸實質(zhì)上就是給矩陣XTX加上一個很小值的對角陣，將奇異矩陣盡可能轉(zhuǎn)化為非奇異矩陣，以便于矩陣XTX的求逆運算，使參數(shù)估計的受自變量變化的影響小，模型穩(wěn)定性得以提高，并且，估計的參數(shù)能客觀反映自變量與因變量的關(guān)系，使模型的解釋意義增強。

嶺回歸求解回歸系數(shù)β的具體方法為[10]：

β=(XTX+kI)-1XTY

(3)

式中，k稱為嶺回歸參數(shù)，k<1，嶺回歸參數(shù)k選擇十分關(guān)鍵，k取越大值，共線性對回歸結(jié)果的影響越小，但回歸的方差也隨之增大，k取值過小，又不足以消除共線性對回歸結(jié)果的影響。因此，k應(yīng)既要能足夠消除共線對參數(shù)估計的影響，又要使回歸誤差盡可能減小。k一般取嶺軌跡變化趨于穩(wěn)定時的最小的值。

二、四川省農(nóng)村居民收入預(yù)測

表1為2000年-2017年四川省三次產(chǎn)業(yè)的增加值和農(nóng)村居民收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來自歷年四川省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報)，從表1知，四川省三次產(chǎn)業(yè)增加值和農(nóng)村居民收入都呈增長態(tài)勢，本世紀(jì)初，第一產(chǎn)業(yè)絕對增幅為735.46671%，第二產(chǎn)業(yè)絕對增幅為1248.99575%，第三產(chǎn)業(yè)絕對增幅357.95552%，農(nóng)村居民收入絕對增幅為538.48564%。三次產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)增長速度最快，第三產(chǎn)業(yè)增長速度最慢，這反映了四川省目前還是農(nóng)業(yè)大省，工業(yè)化進程有待加速，接近工業(yè)化中期，第三產(chǎn)業(yè)還有待發(fā)展。從數(shù)據(jù)分布情況看，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值呈逐年增長態(tài)勢，因此，它們可能存在相關(guān)性，也就是自變量存在多重共線。利用最小二乘法估計回歸參數(shù)恐怕失真，運用嶺回歸求回歸參數(shù)是最佳解決之道。

表1 四川省三次業(yè)增加值及農(nóng)村居民收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)

設(shè)四川省第一、二、三次產(chǎn)業(yè)增加值分別為X1、X2、X3，農(nóng)村居民收入為Y， 令X=[X1，X2，X3]，對X和Y進行線性回歸，則：

Y=βX+ε

(4)

(一)最小二乘法回歸

按最小二乘法求回歸參數(shù)，可得到非標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)，非標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)含有常數(shù)項，標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)則不含，結(jié)果如表2所示。此時，相關(guān)系數(shù)R2=0.994，雖然有較高的擬合精度，但從表2知，X1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，那么根據(jù)模型解釋，四川省農(nóng)村居民的收入與第一產(chǎn)業(yè)附加值成負(fù)相關(guān)，這顯然不符合實際。四川是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是大部分四川農(nóng)民的主要收入來源，按照常理，四川省農(nóng)村居民人收入應(yīng)該與第一產(chǎn)業(yè)增加值正相關(guān)。因此，證明了運用最小二乘法估計回歸參數(shù)分析四川省農(nóng)村居民收入與其相關(guān)因素的關(guān)系失效，這主要是由于自變量數(shù)據(jù)之間存在共線造成的。

表2 OLS回歸系數(shù)

根據(jù)回歸的非標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)，可得到四川省農(nóng)村居民收入的回歸方程如下：

Y1=954.817-0.266X1+0.237X2+0.514X3

(5)

進行共線性診斷。診斷自變量數(shù)據(jù)是否存在共線性，主要是考察膨脹系數(shù)VIF或容忍度(膨脹系數(shù)的倒數(shù))，考察膨脹系數(shù)VIF大于10或容忍度小于0.1，則說明自變量數(shù)據(jù)存在共線性，此外，還有其它指標(biāo)作為佐證，比如特征值、條件指數(shù)、方差比例等，如果特征值大于10或等于0，條件指數(shù)大于30，方差比例大于0.5，則反映自變量數(shù)據(jù)存在共線性。

從表2的共線性統(tǒng)計資料可得知，3個自變量的膨脹系數(shù)VIF均大于10、容忍度均小于0.1，自變量數(shù)據(jù)存在共線性；再考察表3中的共線性診斷結(jié)果，3維、4維特征值接近于0；4維的條件指數(shù)大于30，3個自變量在不同維度都存在方差比例大于0.5的現(xiàn)象。這些都充分佐證了自變量數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重的多重共線性。因此，若要客觀分析自變量對因變量的影響關(guān)系，克服自變量數(shù)據(jù)共線性對模型的解釋性影響，必須采用嶺回歸法估計回歸系數(shù)。

表3 共線性診斷

(二)嶺回歸

按照嶺回歸方法，運用MATLAB軟件編程，求回歸系數(shù)的方法。迭代步長設(shè)定為0.01，迭代次數(shù)設(shè)定為500次，首先確定最佳嶺參數(shù)k。經(jīng)過計算機運算，我們得到嶺回歸跡線圖，結(jié)果如圖1所示。

圖1 嶺軌圖

從圖1可知，當(dāng)嶺回歸參數(shù)k逐漸增大時，各自變量的回歸系數(shù)漸漸趨于穩(wěn)定，當(dāng)k=0.91時，k繼續(xù)增加，回歸系數(shù)變化較小，因此，嶺回歸參數(shù)取最小值為0.91。此時，X1、X2、X3的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為a1=0.24090，a2=0.23270，a3=0.27511，相關(guān)系數(shù)R2=0.727205，顯著性概率P=0.257640，大于0.05的顯著性水平，表明模型是有效的，但相關(guān)系數(shù)有所下降，這主要是為了解決共線性問題，嶺回歸舍棄了無偏性估計，使擬合精度有所下降。嶺回歸參數(shù)k與相關(guān)系數(shù)R2與變化如圖2所示。

表4 嶺回歸系數(shù)

嶺回歸參數(shù)如表4所示。

圖2 相關(guān)系數(shù)與嶺回歸參數(shù)的關(guān)系

若要分析自變量與因變量關(guān)系，可以直接考察嶺回歸的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。自變量對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值，能客觀反映其對因變量的影響程度。從表3中X1、X2、X3的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)可知，3個自變量的系數(shù)均為正，說明四川省第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值與農(nóng)民人均年收入成正相關(guān)，這是符合實際情況的。又由于a3>a1>a2，因此，影響四川省農(nóng)村居民收人的因素的重要程度從大到小排序依次是：第三產(chǎn)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值。說明新形勢下，四川省農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生了改變，從過去主要依賴農(nóng)業(yè)生產(chǎn)開始向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，如外出經(jīng)商、從事農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)，比如從事鄉(xiāng)村旅游，發(fā)展觀光農(nóng)業(yè)和休閑農(nóng)業(yè)，經(jīng)營農(nóng)產(chǎn)品等，由于農(nóng)民文化水平不高，進行務(wù)工也主要是從事服務(wù)行業(yè)；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和進城務(wù)工也是收入來源的重要途徑之一。第二、第三個系數(shù)差距不大，表明四川省農(nóng)民收入構(gòu)成是多元化的，農(nóng)民收入來源渠道廣。這與四川省經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，以及農(nóng)民生產(chǎn)、生活特點基本吻合，四川省正再大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，特別是在農(nóng)村，大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)，推動一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。農(nóng)業(yè)重心也發(fā)展了改變，從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)逐步轉(zhuǎn)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不斷提高，農(nóng)民的收入穩(wěn)步增加。堅持以工業(yè)強省戰(zhàn)略，改造升級傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，積極發(fā)展現(xiàn)代新興產(chǎn)業(yè)，工業(yè)發(fā)展勢頭強勁，用工量增加，吸引和轉(zhuǎn)移了大批農(nóng)村富裕勞動勞動力，農(nóng)民通過務(wù)工增加收入。由于農(nóng)民技能不高，進城務(wù)工從事服務(wù)業(yè)的較多，因此，雖然四川省第三產(chǎn)業(yè)絕對增幅最慢，但幾個因素疊加使得它對農(nóng)民收入的影響最大。

根據(jù)表3嶺回歸系數(shù)中非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，c=1280.9580，b1=0.73374，b2=0.15338，b3=0.18966，可最終得到四川省農(nóng)村居民人均年收入的嶺回歸方程：

Y=1280.957995+0.733739X1+0.153380X2+0.189655X3

(6)

三、討論

當(dāng)前，我國正處在實現(xiàn)全面建成小康社會的沖刺階段，要在既定的時間實現(xiàn)全面建成小康社會的目標(biāo)，重點和難點在農(nóng)村和農(nóng)業(yè)，加快農(nóng)村的發(fā)展，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，促進農(nóng)民收入穩(wěn)定較快增長，縮小城鄉(xiāng)差距，是實現(xiàn)全面建成小康社會目標(biāo)的關(guān)鍵。推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，促進農(nóng)民收入持續(xù)快速增長，是實現(xiàn)全面小康最重要的途徑之一。要實現(xiàn)農(nóng)民收入增長，農(nóng)民生活水平提高，農(nóng)村早日邁入小康社會，應(yīng)該著重從以下幾個方面入手：(1)加強農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。農(nóng)村實行家庭聯(lián)產(chǎn)責(zé)任承包制后，一些大型農(nóng)業(yè)水利設(shè)施建設(shè)難以組織實施，已有灌溉設(shè)施也因無人管理，年久失修不能完全發(fā)揮功能，導(dǎo)致很多地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)靠天吃飯，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不穩(wěn)定，要加大對農(nóng)業(yè)的投入，創(chuàng)新投融資機制體制，開展農(nóng)業(yè)基本設(shè)施建設(shè)，以改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，增強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)抵御自然災(zāi)害的能力，確保農(nóng)業(yè)穩(wěn)定豐收，農(nóng)民致富。(2)加強農(nóng)業(yè)人才隊伍建設(shè)。目前，我國農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)失位、缺位現(xiàn)象嚴(yán)重，人才斷檔，人員老化，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)落后，農(nóng)民增收致富難，要加強先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的推廣，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)水平，促進農(nóng)民種植和養(yǎng)殖水平提高，確保糧食和農(nóng)副產(chǎn)品高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)。以內(nèi)涵式發(fā)展，推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量、高效發(fā)展，使農(nóng)業(yè)成為有吸引力的產(chǎn)業(yè)，農(nóng)民成為讓人羨慕的職業(yè)。(3)加強農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)。農(nóng)業(yè)的根本出路在于現(xiàn)代化。當(dāng)前，我國農(nóng)業(yè)機械化、自動化、現(xiàn)代化水平低，大部分地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營仍以傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)方式。必須積極推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，鼓勵農(nóng)業(yè)集約化經(jīng)營，探索發(fā)展外向型農(nóng)業(yè)，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、工業(yè)化，加快城鎮(zhèn)化進程。規(guī)范土地的管理，實現(xiàn)高效化、機械化、規(guī)范化的生產(chǎn)，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。(4)加大對“三農(nóng)”的扶持?！叭r(nóng)”事關(guān)國家發(fā)展全局，各方必須高度重視農(nóng)村農(nóng)業(yè)工作。工業(yè)要反哺農(nóng)業(yè)，城市支持農(nóng)村，發(fā)達地區(qū)要支持欠發(fā)達地區(qū)，夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)，要落實各項惠農(nóng)政策，加大扶持農(nóng)村發(fā)展力度，實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，加快發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)民發(fā)展后勁。(5)加大財政資金對農(nóng)村的傾斜。要繼續(xù)實施對農(nóng)業(yè)的補貼，逐步提高整體補貼力度，逐步上調(diào)種糧直補支出，要加大農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整補貼力度，對農(nóng)產(chǎn)品實行目標(biāo)價格補貼制度，保持農(nóng)資價格基本穩(wěn)定，減小工農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差，讓農(nóng)民種田有賺頭，保護農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。(6)推進農(nóng)村土地收益分配制度改革。要加快推進農(nóng)村土地確權(quán)立法，維護好農(nóng)民的土地承包經(jīng)營權(quán)、宅基地使用權(quán)和集體收益分配權(quán)。增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入。(7)實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條價值鏈，推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)多元化融合發(fā)展，提升農(nóng)業(yè)發(fā)展軟實力，發(fā)展壯大集體經(jīng)濟，讓農(nóng)民就地就業(yè)，就地增收。(8)積極發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。以發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為依托，要加快新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式。形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、農(nóng)業(yè)裝備、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和安全、農(nóng)業(yè)市場和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)等主體。推進特色農(nóng)業(yè)建設(shè)，加快農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，積極發(fā)展假日農(nóng)業(yè)、都市農(nóng)業(yè)、旅游農(nóng)業(yè)、觀光農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、體驗農(nóng)業(yè)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式。創(chuàng)建綠色、生態(tài)、高效農(nóng)業(yè)新業(yè)態(tài)。(9)加快農(nóng)村富裕勞動力轉(zhuǎn)移。農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展具有重要的意義。是農(nóng)民增收致富的主要手段。要加強對農(nóng)村富余勞動力的培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動者素質(zhì)和技能，提升農(nóng)民就業(yè)能力，要積極引導(dǎo)農(nóng)村勞動力有序、有組織轉(zhuǎn)移，促進他們就近就業(yè)。要加強就業(yè)服務(wù)，因地制宜，吸收勞動力，使農(nóng)村富余勞動力各盡其才。要扶持農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，引領(lǐng)勞動力由就業(yè)向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變。加快推進城鎮(zhèn)化進程，促進農(nóng)民向市民的順利轉(zhuǎn)化。

四、結(jié)語

要實現(xiàn)到本世紀(jì)中葉，把我國建設(shè)成具有中國特色的社會主義現(xiàn)代化強國的偉大目標(biāo)，必須妥善解決好農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展問題，大力推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，徹底改變鄉(xiāng)村落后面貌，穩(wěn)步提高農(nóng)民的收入，讓農(nóng)民過上富足幸福的生活。目前，農(nóng)業(yè)是我國“四化同步”的短腿，農(nóng)村是全面建成小康社會的短板。農(nóng)業(yè)是支撐國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，沒有農(nóng)業(yè)農(nóng)村的高質(zhì)量發(fā)展，國家經(jīng)濟就難以有高質(zhì)量發(fā)展的良好局面。解決好“三農(nóng)”問題，既是全面建成小康社的需要，也是事關(guān)國計民生的根本性問題。解決好“三農(nóng)”的關(guān)鍵點是轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，加大對農(nóng)業(yè)的投入，推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟多元化，持續(xù)性增加農(nóng)民的收入。要堅持工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村、以及對農(nóng)業(yè)多予少取的放活方針，不斷加大強農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策力度。要加快推進農(nóng)民轉(zhuǎn)移就業(yè)，增加工資性收入；要加快推進現(xiàn)代都市型農(nóng)業(yè)建設(shè)，穩(wěn)定家庭經(jīng)營收入；要加快推進農(nóng)村土地改革，賦予農(nóng)民更多財產(chǎn)權(quán)利；要加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，提高農(nóng)民保障水平。只有通過這樣一系列的綜合措施，才能使農(nóng)民的收入穩(wěn)步增加，加速農(nóng)村小康社會建設(shè)，實現(xiàn)全面建設(shè)小康社會的宏偉目標(biāo)。分析農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)和影響因素，是制定三農(nóng)政策的基礎(chǔ)，對推進鄉(xiāng)村振興、促進我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化具有重要意義。在分析四川省農(nóng)民收入與三次產(chǎn)業(yè)關(guān)系中，鑒于三次產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)存在相關(guān)性、共線性，傳統(tǒng)的最小二乘法難以客觀描述自變量與因變量的關(guān)系，嶺回歸很好地克服這一缺點，模型能較好解釋自變量與因變量的關(guān)系。本課題運用嶺回歸分析了四川省農(nóng)村居民收入與三次產(chǎn)業(yè)的內(nèi)在關(guān)系，研究表明對四川省農(nóng)村居民收入影響最大的是第三產(chǎn)業(yè)增加值，其次是第一產(chǎn)業(yè)增加值，最小的是第二產(chǎn)業(yè)增加值，后二個因素影響的差距不大，說明四川省農(nóng)村居民收入來源存在多元性。